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早在1993年4月19日，當"人民日報"首次報道了中國第三次人口普查1981年全國29個省、自治區、直轄市全年出生嬰兒性別比為108.47之后，出生性別比的問題就引起了中國政府的高度重視。有關出生性別比偏高問題的研究，也成了國內人口研究最為關注的一個課題。

1986年，在國家計劃生育委員會的提議與倡導下，在各省、自治區、直轄市計劃生育委員會經過充分的調查與研究的基礎上，與人口研究單位聯合召開了全國出生性別比專題研討會，廣泛、深入地分析與探討了全國及各地區出生性別比偏高成因及其相關問題，當時在國內這是前所未有，在國際上也實屬罕見。

迄今為止，有關出生性別比問題的研究成果，大多數都未突破1986年全國出生性別比專題研討會對1981年出生性別比升高進行歸因分析的思維定勢。

近期，一些西文學者及宣傳媒體，對始于80年代初的中國出生人口性別比逐年升高成因，所作出的種種猜測、質疑與分析基本是老調重彈。之所以如此，主要因為至今仍未有令人置信的相關成果可以詮釋，使尚存疑點得以消除、尚存問題得以圓滿答復所致。

美國密西根大學人口研究中心主任巴巴拉。安德森（BabaraA.Anderson）教授和布賴恩。西爾弗（BrianD.Silver）教授，針對有關中國80年代來出生性別比變動研究的近期成果與結論，在1994年關于中國的生育與出生性別比專題研究報告中，明確而坦率地指出：雖然我們對中國的出生性別比升高進行了一些可能性解釋的探索，但要肯定地回答這一問題，只能期盼于今后的研究。

重新認識出生性別比的概念、理論及其值域問題

所謂出生性別比，通常是為了便于觀察與比較所定義的每出生百名女嬰相對的出生男嬰數。出生性別比對某一人口一定時期內出生的嬰兒總數而言，可有人口出生性別比；出生性別比對分孩次而言，可有分孩次出生性別比。所謂某人口出生性別比，是指該人口某一時期（通常為一年）內出生的男嬰總數與女嬰總數的比值，用每百名出生女嬰數相對應的出生男嬰數表示。例如，某人口1975年的出生性別比為105，則表明在1975年出生總人口中，每出生100名女嬰相對應的男嬰出生數為105.

20世紀50年代中期（1955年10月），聯合國在其出版的《用于總體估計的基本數據質量鑒定方法》（手冊Ⅱ）（MethodsofAppraisalofQualityofBasicDataforPopulationEstimates，ManualⅡ）認為："出生性別比偏向于男性。一般來說，每出生100名女嬰，其男嬰出生數置于102～107之間。"此分析明確認定了出生性別比的通常值域為102～107之間。從此，出生性別比值下限不低于102、上限不超過107的值域一直被國際社會公認為通常理論值，其他值域則被視為異常。

1967年美國優生協會出版的《優生季刊》第14卷第2期，刊登了印度孟買大學經濟系普拉文。維薩里亞（PravinM.Visaria）的"登記相對完整的國家及地區出生性別比"一文。在該文給出的80個國家及地區出生性別比中，有50個置于104.0～107.0，低于104.0，而置于90.2～103.9的有23個，高于107.0而置于1072.～117.0的有7個。1969年美國的唐納德·博格（DonaldJBogue）在《人口統計原理》一書中指出，出生性別比約為105或106；1971年肯尼恩。坎梅耶（KennethC.W.Kammeyer）在《人口入門》一書中指出，出生性別比高102，但常為105，而生活條件差及艱難的地方，出生性別比低102；1976年亨利。賴奧克（HenryS.Shryock）等在《人口統計方法與材料》一書中指出，多數國家出生性別比為104～107；1981年羅伯特。加德納（RobertGardner）在《人口統計分析技術》一書中指出，出生性別比為105～107；1982年，雪莉。福期特。哈特利（ShirleyFosterHartley）在《人口比較》一書中指出，出生性別比為103～106.總之，眾說不一。

由于出生性別比值域在102～107之間，涵蓋了全球多數人口的出生性別比囊括了絕大多數國家和地區，因而便成為對調查與登記數據進行質量評估的重要參考以及出生性別比是否"正常"的判別標準。然而，如果出生性別比低于102或高于107，是否就可以斷定其統計質量低或出生性別比異常呢？僅憑此就武斷地認定其統計質量低，并不可取；僅憑此而不管其高出107多少或低于102多少就武斷地認定其出生性別比異常，也不可取。因為影響出生性別比高于107或低于102的因素中，有些至今仍未被人們所認識。無論是從定性看還是從定量看，也無論是從定性與定量結合看，不少矛盾現象的矛盾解釋所導致的矛盾性結論，在客觀上已說明了這一點。

絕大多數學者普遍認為，無論是從一定時空條件上的出生嬰兒總數看，還是從其分孩次出生看，男嬰與女嬰的出生概率雖有差異，但各自的出生概率上基本相對穩定或略有微小波動的，其出生性別比通常波動在102～107之間。1984年瑞典人口學者斯滕。約翰遜（StenJohanson）認為："如果只有那些生過第一孩是女孩的家庭才去再生育第二孩的話，這種決定所生子女數量的做法是否會影響出生性別比？統計上的回答是：不會。這是因為第一孩的性別不會影響第二孩的出生性別"。此話斷定了第二孩及其以上分孩次、分性別次序的母親再育，完全與再育前母親生過的孩次、性別次序史無關，其實質是堅持男嬰或女嬰的出生概率都是一個相對穩定的不變值，既不認為分孩次出生性別比隨孩次升高而升高為政黨，也不認為分孩次出生性別比隨孩次升高而降低為正常。

若"母親生下第一個孩子的性別與再生第二個孩子的性別完全指的是母親"（馬瀛通1993，1994），即以母親再育前所歷經的出生子女性別次序為條件，這就形成了統計學上的條件概率，回答就不會是否定而是肯定。

本文作者認為，分孩次出生性別比升高的一個不可忽視的因素是與分孩次、分性別次序的母親再育或控制再育所占比重不同密切相關，男嬰與女嬰的出生概率分別與曾生子女先后出生性別次序不同的母親再育所占比重相關。

在論述出生性別比問題時，學者樸柴冰（ChaiBinPak）和楚蘭湖（Num-HoonCho）在1995年第1期的《人口與發展論壇》（PopulationanddevelopmentReview，Vol.21，No.1，1995）中提出了三種水平的出生性別比失衡：其一是人口總體出生性別比水平；其二是分孩次出生性別比水平；其三是家庭規模出生性別比水平。對于前兩種提法，無疑是正確的，而對于后一種提法，則值得商榷。因為他們所指的家庭規模是家庭的現存活子女數，而現存活子女年齡差異大，其出生的時間明顯不同，不屬于同期的時間范疇，因而不能直接用來表征出生性別比的要領。具體來說，若是在生有一個孩子的家庭中，多數生有一個女孩的家庭因生了第二個孩子而變成了生有兩個孩子的家庭，必然會導致生有一個男孩的家庭所占一個孩子家庭的比重過大，其性別比無可置疑地要極端偏高。可見，以不同家庭孩子數劃分的家庭規模性別比的高低，絕不能用來表征出生性別比的水平。

重新認識出生性別比與出生數量間的關系問題

近年來，在全國性會議材料、報刊、研究報告甚至學術刊物中，僅憑為數極其有限的一村、一鄉或一縣的一年的出生嬰兒數，就對所計算出的出生性別比冠以"正常"或"失調"的結論，已是屢見不鮮，這是問題其一。

從統計學講，若觀測的樣本大到近1000萬人，其誤差趨近于零，這也是無可質疑的。1990年中國第四次人口普查的1%與10%抽樣，其樣本人口都超過1000萬，分別為1100萬和11000萬。以1%的普查樣本獲得的出生嬰兒性別比為111.4，以10%的普查樣本獲得的出生嬰兒性別比為111.5.北京大學人口所的學者對這種差異提出了質疑，認為這是在研究出生性別比問題中出現的一個百思不得其解的問題。這是問題其二。

在無極端因素直接干擾的條件下，出生性別比值的變動規律呈明顯的大數定律牲。所謂大數定律，是指對大量隨機現象中普遍存在的必然性與規律性的抽象化總結。其核心內容：一是明確指出，小量的觀察很難從統計指標數值中得出必然的規律性的結論；二是十分肯定地認為，只有對所研究對象的隨機現象進行充分而大量的觀察，才能得出反映研究對象在一定條件下的必然性與規律性結論。隨著研究對象的觀察單位數增加到足夠量時，研究對象的規律才通過誤差很小的穩定性統計指標值反映出來。

出生性別比指標具有大數定律性質的這一顯著特征，明確地說明了不同的出生嬰兒觀察量所得出的出生性別比，在一定置信度上必有其相應的置信區間觀察出生性別比如同觀察簡單隨機抽樣結果一樣，要保證計算出的出生性別比在95%置信度上的置信區間范圍很小，就必須保證有足夠的相應觀察樣本規模，否則誤差相當可觀。例如，檢測一個人口某年的出生性別比為110.0的95%的置信度上，該值的上下限誤差不超過0.4，若要保證在95%的置信度上，該出生性別比準確度要置于109.60～110.4之間，那么此需的出生樣本觀察量高達成300萬人；若要保證在95%的置信度上，該值上下限誤差不超過1.8即保證該出生性別比準確度要置于108.6～111.4之間所需觀察的出生樣本量也要高達10萬人。

上述涉及到的"足夠量"，通常是指在95%置信度上，要保證所檢測的一個以隨機原則獲取的統計值，在其上下誤差不超過一定的數值所需要的觀察樣量。若所觀察的樣本量越大，其檢測的統計值的誤差就越小；若所觀察的樣量越小，其檢測的統計值的誤差就越大。

根據計算，1%普查抽樣的樣本出生性別比為115.362，其95%置信度上的出生性別比置區間為114.603～116.127，即樣本出生性別比115.362的上限誤差為0.759，下限誤差為0.765；10%普查抽樣的樣本出生性別比為111.649，上限與下限的誤差均為0.233.

比1%與10%普查抽樣計算的樣本出生性別比及其在95%置信度上置信區間的范圍，顯而易見的是：1%普查抽樣的樣本出生性別比在95%置信度上置信區間的上限值111.649排除在外。因此，出現了一定意義上的矛盾現象。如果沒有意外的特殊情況，憑借抽樣的一般理論，便可以斷定：以1%普查抽樣計算的樣本出生性別比對總體的代表性較差，其產生原因不外乎有三種：要么是抽樣技術問題：要么是質量控制問題；要么是抽樣技術問題與控制問題兼而有之。需強調指出的是：1%普查抽樣的基本單位是村與居委會而不是戶。根據抽樣的基本常識可知，整群抽樣本分布均勻性，其樣本代表性較差也較大。這就是說，1%普查抽樣的樣本出生性別比較實際誤差更大。

這一結論從某種意義上說，也是對1%普查抽樣資料用于出生性別比問題研究的一種可靠性評估。其結果表明：使用1%普查抽樣資料進行出生性別比分析，因受制于抽樣資料可靠性的影響，必然要對其分析產生一定程度的偏差。

重新認識中國近期出生性別比異常升高主要是統計不實問題

對于中國80年代以來出生性別比升高的歸因分析，國內外學術界雖在成因的主次排序上不同，在成因的確認上不同、在出生性別比升高是否反映客觀事實上也不同，但有一點是共同的，即出生性別比大大高出107是一種反常現象。造成這種反常現象的原因可大致歸結為：若干數量的已出生女嬰被瞞報；若干數量的女性胎兒在性別鑒定后被人工流產；若干數量的女嬰被溺害；其他。

有的學者（徐毅等1991）認為，距調查時間較近的年份出生性別比較高，距調查時間較遠的年份又"恢復正常"。為此，中國出生性別比升高的主要原因，吸能是瞞報漏報女嬰所致。

有的學者（曾毅等1993）認為，中國出生性別比升高的第一位原因是女嬰漏報；第二位原因是日益嚴重的孕期非法性別鑒定；另外，加上溺棄女嬰的陋習在少數地區仍然存在。

有的學者（喬曉春1992）認為，"我國人口普查得到的出生嬰兒性別比，反映的只是統計事實，對此問題的分析必然慎重，不能隨意對其產生的原因進行解釋。因為從數據本身還不足以發現原因"。在對近期中國出生性別比趨偏高的多種成因估計中，"更傾向于這樣一種判斷：我國1982年普查有漏報，而本次普查（1990年普查）漏報更為嚴重。我國實際的出生嬰兒性別比在近十幾年來可能有所提高，但估計不大可能超過107.現實出生嬰兒性別比偏高是’真實的提高’和’虛假的提高’二者共同作用的結果"。

有的學者（李伯華1994）認為，1989年全國城鎮出生性別比；實際上最高也不會超過107.7；同期的全國農村最高也不會超過110.2.根據這一推論，女嬰的漏報、瞞報，至少使普查獲得的1989年城鎮與農村的出生性別比分別提高了3.6和4.2.進而得出：城鎮的出生性別比上升是種"假性上升"，而農村的出生性別比是"真性"與"假性"影響大致持平。

國家計生委在，《關于防止出生嬰兒性別比升高的意見》（1994）中指出："一些專家和有關部門認為，，80年代以來出生嬰兒性別比的統計數字偏高的主要原因是瞞報、漏報出生女嬰，在高出正常值的統計數字中大約有二分之一至四分之三是瞞報、漏報女嬰引起的"。

綜上所述，如果把中國近期出生性別比升高的主要原因歸咎于統計不實，實際上中國近期出生性別比并非像統計結果所表征的那樣，或者說客觀上中國近期出生性別比并非像統計結果所示的那么高。如果統計不實是第一位原因，在扣除所謂"在高出正常值的統計數字中，大約有1/2～3/4是瞞報、漏報女嬰引起的"這部分統計不實之后，中國近期出生性別比的升幅肯定會大幅度降低。

眾所周知，由于抽樣調查的目的與資料的來源、樣本的大小、方法的選擇以及調查登記的時間跨度長短不同，往往使各次抽樣調查的結果不盡一致。因此，國家計生委1988年2‰人口生育節育抽樣調查中的性別比，與其之前的1987年1%人口抽樣調查，以及與人之后的1990人口普查相比，差異都很大。鑒于從70年代起的男性死亡概率通常略高于女性死亡概率，雖然0～4歲各個年齡在其出生時的實際出生性別比理應略高于登記所得的0～4歲各個分年齡性別比，但是，登記所得的分年齡性別比通常仍可間接反映相應年度人口出生性別比的大體水平。

如果把0～4歲各個分年齡性別比看作是歷年出生性別比的大體水平，1982年人口普查的0～4歲各個分年齡性別比高出107的有0歲的107.63，1歲的107.83和2歲的107.35.這表明中國人口出生性別比從1980年0～2歲各個年齡出生隊列在1987年和1990年分別為5歲、6歲、7歲和8歲、9歲、10隨，其相應的性別比為107.97、107.22、108.78、107.77、107.43.根據此間男性死亡概率略高于女姓死亡概率推斷，其性別比理應呈一致性的下降趨勢；但事實并非如此，且都高于107.這說明中國進入80年代以來，出生性別比升高是不可否認的客觀事實。1987年0～4歲的各個分年齡性別比分別為109.60、111.56、110.02、109.90和108.72，這表明自1983年起，中國人口出生性別比在繼續升高，其相應出生隊列在1990年人口普查時分別為3歲、4歲、5歲、6歲和7歲，性別比分別為109.12、108.47、108.65、108.64和108.69.雖然1987～1990年該隊列的分年齡性別比都有所降低，但1989年的1歲和藹歲兩個出生隊列的性別比下降3個百分點左右也是令人難以置信的。然而，其對應的個年齡出生隊列性別比都在108.5及以上，這進一步說明，1983～1987年比1980～1982年的出生性別比又有了明顯的升高。

出生性別比升高的趨勢并沒有在1987年止步，1990年人口普查給出的1988～1990年0～2歲的各個分年齡性別比分別為111.75、111.59和110.11，說明出生性別比在1987年之后仍繼續攀升。

為此，可以認為3次調查用于性別比資料分析的數據質量是可靠的。這就是說，3次調查資料所得的有關反映中國近期出生性別比升高及升高所達到的程度，基本上反映了客觀的出生性別比，并將之歸因為統計不實及女嬰瞞報、漏報則另當別論，因為那些零散的報道很難反映或不能反映中國人口出生性別比的總體水平。當然，認定這3次調查資料用來作出生性別比總體水平分析，其數據質量是可靠的，但并不意味著這3次調查資料的數據不存在少量的分性別出生瞞報、漏報、誤報問題。確切地說，該數據質量可靠是相對的而不是絕對的。所謂"相對"指的是其數據質量中的問題，對分析研究出生性別比總體水平變動及其變動幅度的影響是次要的。

至于"距調查時間較近的年份出生性別比較高，距調查時間較遠的年代又恢復正常"之說，則純屬在隊列分析中，既沒有對使用資料進行質量評估，也沒有對兩次不同時期調查資料的初始年代數據差異進行比較，因此完全是誤用資料之果。詳細分析請參見馬瀛通著《出生性別比新理論與應用》一書。

重新認識出生性別比隨孩次升高而升高等相關問題

1983年在分析中國1‰人口生育抽樣調查的1981年全國出生嬰兒性別比時，有的學者（柳春美，李竹）就指出："以往的研究認為，一般情況下，婦女生育年齡越大，產次越高，嬰兒的出生性別比反而越低"："隨著胎次的升高，出生性別比反而呈現上升的趨勢，這個總是有待進一步深入調查研究"。

中外學者普遍認定以美國等若干西方國家的分孩次出生性別比隨孩次升高而下降為準則，來判別其他人口的分孩次出生性別比變動是否正常。美國著名學者安斯雷。寇爾（A.Coale）據此在1990年提出："中國的分孩次出生性別比隨孩次升高而升高這一特征很難代表真實現象"，進而提出兩種可能性的歸因：一種是"溺嬰的傳統做法重新出現，致使高孩女嬰遺失比重升高"；另一種是"超生的嬰兒中抱養所占比重甚高，抱養他人孩子的婦女在其生育史不申報抱養的孩子"。

有的學者（高凌1993）認為，出生性別比隨孩次的升高而升高的現象并不是它的自然屬性。在分析中國近期總人口出生性別比與分孩次出生性別比隨孩次升高而升高時，不少學者認為這是由出生的第一、二孩比例上升、多孩比例下降所引發。不少學者還認為，中國近期分孩次出生性別比升高是隨孩次與母親生育年齡增高而上升，據此推斷中國近期總體出生性別比升高是第二孩及其以上的出生性別比上升與母親生育年齡推遲所致。

中國近期的第一孩出生性別比屬正常范圍，對此國內外學者都沒有異議。二孩及以上出生性別比"異常"升高導致了中國總體出生性別比異常升高，而二孩及以上出生性別比"異常"升高的原因，美國學者艾爾德（Aird1990）卻認為，"中國強制性計劃生育造成的溺殺女嬰的結果"。與之觀點近似的美國學者班久蒂（Banister1992）認為，中國的人口普查與抽樣調查中報的存活男嬰與女嬰精神基本相同。出生性別比升高的主要原因，是女嬰死亡率不斷升高。澳大利亞學者赫爾（Hull1990）認為，中國出生性別比升高的可能性解釋有三種：其一是溺殺女嬰；其二是產前鑒定；其三是漏報女嬰。

中國城鄉普遍實施計劃生育始于70年代初，無論是從總人口出生性別比還是從分孩次出生性別比看，70年代出生人口性別比較60年代都略有下降（最高孩次除外），且70年代呈隨孩次升高相應出生性別比也隨之有所升高的態勢。80年代與70年代相比，除第一孩外，分孩次出生性別比都有大幅度升高，而且總人口出生性別比也顯著升高。尤其是第二孩出生性別比較第一孩出生性別比竟高出5個百分點。

70年代的中國出生人口性別比，可以排除現代最先進又便捷的B超儀鑒定胎兒性別產生的影響。至于其它胎兒性別鑒定方法，因技術原因與多方面的嚴格限定，則完全可以忽略不計。由于70年代的二孩次出生性別比受有女無兒家庭的再育比重升高的影響，而只生有女孩子無男孩子的家庭再育，其相應出生性別比也升高。因此，導致分孩次出生性別隨孩次升高而升高。